對外貿易對居民消費率的城鎮化門限效應研究

黃麗娟　信超輝

摘 要 本文選取2002～2012年省級面板數據，以居民消費率作為被解釋變量，對外貿易作為解釋變量，研究在不同水平的城鎮化率之下對外貿易對居民消費率的影響。研究表明，不同的城鎮化率水平確實會影響兩者的關系，并且在38.4%～69.0%的城鎮化率水平下，對外貿易對居民消費率存在顯著正向相關關系，即存在門限效應。因此，我國要均衡各地區城鎮發展水平，使得各地區的城鎮化率達到一定的高度，從而充分發揮對外貿易的作用。

關鍵詞 居民消費率 對外貿易 城鎮化率 門限效應

一、引言

改革開放以來，我國的經濟依靠投資和出口這兩大途徑獲得了長期的高速增長，但作為經濟增長的三駕馬車之一的消費占國內 GDP 總量的比重卻呈明顯下降趨勢。目前中國是世界上居民消費率最低的國家之一，到 2012 年已經下降到35.1%，中國居民消費率遠遠低于美國（71.2%）等其他發達國家。事實上，國內居民消費不足已經成為制約我國經濟持續增長的一個重要因素。貿易依存度這個指標是用來衡量一國經濟對國際貿易的依存程度，或者一國的生產與消費對國際市場或世界經濟的依存程度。2012年，中國對外貿易額達到 38667.6 億美元，首次小幅超越美國，成為世界上貿易規模最大的國家，同時進出口總額占GDP的比重達到45.2%。對外貿易對中國經濟增長、收入、消費、就業、金融發展等都有著重要的影響，它是當前發展經濟的重要手段，一個國家的進出口貿易會通過就業和工資水平兩個途徑提高居民的消費水平。過去的30多年中，我國經濟的發展很大程度上得益于經濟全球化。在未來的經濟改革中，我國依然要重視對外貿易的作用。雖然我國對外貿易的規模在逐漸擴大，但是它對于消費率的拉動作用卻沒有凸顯出來，相反，我國面臨著消費率偏低的困境。考慮到城鎮化率與消費率天然的內在聯系，再加上目前城鎮化率的不斷提升，同時面臨著不均衡的問題，這容易讓人想到正是由于城鎮化率未達到一定的程度或者未達到門限值，才使得對外貿易對消費率的作用沒有充分發揮。

二、相關文獻綜述

目前，學術界關于我國消費率的研究主要集中在三個方面：一是我國的消費率是否偏低；二是我國的最優消費率及其合理區間問題；三是我國消費率現狀的成因和對策。對外貿易與消費率的研究比較少。部分學者著重研究對外貿易與經濟增長之間的關系，并運用相關數據和計量方法做了實證檢驗，不可否認對外貿易與經濟增長有正向相關關系，同時經濟增長也會帶來消費率的提高。對外貿易對費率提高的正向作用是通過價格傳導、[1]勞動力流動、地區規模和撫養率等引起的。[2]也有學者分別從進口和出口兩方面研究了兩者的關系，均得到了正向的關系。[3]

關于城鎮化率和消費率這個問題，國外相關研究較少，但有部分學者關注城鎮化對消費的影響機制：城鎮化過程中形成的區域市場是促進消費增長的重要條件，城鎮化的過程會帶來消費需求的多樣性，[4]同時生產者追求生產的規模經濟，所以會形成消費的聚集效應。城鎮化的過程使得產業結構總農業部門向非農部門轉移，勞動力和生產要素在不斷向城市轉移的過程中會帶來消費擴張。除此之外，Ioannides建模討論了完全專業化的城市系統中，城市化促進收入和消費增長的機制；Black&Henderson考慮了一個完全城市化的經濟中有兩種類型城市的情況，分析了平衡增長路徑上的產出和消費水平等。國內許多學者都關注城鎮化與消費率問題。有部分研究認為，中國當前的消費率下降只是階段性現象，當城鎮化水平達到一定高度后，消費率將和城鎮化同步增長。[5]

消費率與對外貿易、城鎮化率等相關問題的研究雖然比較多，但是少有文獻關注三者之間的聯系。本文嘗試在考慮消費率與對外貿易相關關系的基礎上，加入城鎮化率的門限效應進行研究。

三、實證設計

（一）變量選取和數據說明

本文選取居民消費率（crit）作為被解釋變量，這個指標是通過社會消費品零售總額比地區生產總值得到。社會消費品零售總額是通過系統完整的統計體系直接采集數據計算得到，具體來說，是根據批發和零售業、住宿和餐飲業相關統計報表收集和加工整理而成的。社會零售商品總額不包括服務性消費，只包含實物消費；選取貿易依存度（openit）——進出口總額占地區生產總值的比重這個指標，通過構建經濟模型進行分析。貿易依存度這個指標是用來衡量一國經濟對國際貿易的依存程度，或者一國的生產與消費對國際市場或世界經濟的依存程度。也可以一定程度上反映對外開放程度；本文設定人口城鎮化率（urbit）作為門限變量，它是常住人口占總人口的比重。城鎮化率是影響消費率的重要因素，本文選取城鎮化率作為門限變量是想考察在城鎮化率的哪個水平下，對外貿易對消費率所起的作用最大。此外，本文還選取了城鄉收入差距（idit）——城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比值、人均GDP（gpcit）——人均地區生產總值、第二三產業占比（indit）——第二三產業增加值占地區生產總值的比重以及固定社會資產投資占比（invit）——全社會固定資產投資/GDP這四個控制變量加入模型中。原始數據均來自《中國城市統計年鑒》和《中國統計年鑒》，樣本總量為330個，覆蓋了除西藏自治區的30個省2002～2012年這11年的樣本數據。

（二）模型設定

基于城鎮化率的對外貿易對消費率模型，首先建立單一門限效應模型：

其中，是示性函數；為特定的門限值，于是、分別為門限變量、是對外貿易對居民消費率的影響系數；。

或者，基于門限效應檢驗結果，建立雙重門限效應模型：

（三）檢驗方法

第一，數據平穩性檢驗。正確設定模型和估計參數之前，需要對各個面板數據序列進行單位根檢驗。本文應用LLC進行面板數據序列的平穩性檢驗。LLC檢驗適用于大N小T面板數據檢驗，它是面板化的ADF檢驗，其原假設是：面板中所有截面對應的序列是非平穩的，所以當拒絕原假設時所有序列都是平穩的。通過llc檢驗結果可得各個變量檢驗均通過1%的顯著性檢驗，模型中的回歸變量均平穩，因此本文將各變量一起納入回歸模型。endprint

第二，門限效應的檢驗。在實證研究中，我們按照Hansen的建議，只搜索門限變量urbit中的非重復值，對這些非重復值進行升序排列，忽略前后各約1%的觀測值，僅以中間98%的樣本作為門限值的候選范圍，即在1%～99%區間內搜索。為了提高門限值估計的精確度，我們采用Hansen在門限回歸中使用的“格柵搜索法”，以給出門限回歸中的門限值。首先以0.0025作為格柵化水平將門限值范圍進行格柵化處理。然后，使用格柵化后得到的全部格點作為候選門限值γ，逐一對模型進行估計并獲取其殘差平方和，選擇模型殘差平方和最小時所對應的門限值，即門限估計值。雙重門限值的搜索原理為：首先在單一門限假設成立的前提下，假設門限值為=γ*，尋找使得殘差平方和S （γ*，）最小的γ2取值，得到可能門限值2，然后固定2 對1進行重新搜索，尋找使得殘差平方和S （1，2）最小的門限值，從而獲得與單模型一致的第一門限值的漸進有效估計量，即優化后的一致估計量1。為避免因樣本容量過小而造成檢驗結果的準確度下降，我們約束每個狀態所覆蓋的觀測量不少于全樣本的10%。并利用Bootstrap方法模擬 F統計量的漸近分布及其臨界值。

四、實證結果分析

首先需要確定門限的個數，以便確定模型的形式。這里依次在不存在門限、一個門限和兩個門限的設定下對生產率模型進行估計。根據計算所得結果分析生產率模型不同門限檢驗類型的F統計量和采用Bootstrap 方法得出的P值，門限變量城鎮化率（urbit）的單一門限和雙重門限均在5%顯著性水平下顯著，相應的抽樣P值為0.020和0.033，而三重門限效果在10%顯著性水平下并不顯著，P為0.200，因此將基于雙重門限模型進行分析。

通過計算得到城鎮化率兩個門限的估計值和置信區間。兩個門限估計值，是指似然比檢驗統計量LR為零時門檻變量的取值，分別為0.384和0.690，且兩個門限估計值的95%置信區間，是指所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值的門檻變量構成的區間，在原假設接受域內，即兩個門限值都與實際門限值相等。所以，模型確定門限值為城鎮化率為0.384和0.690。

研究發現，對外貿易對居民消費率的影響存在城鎮化率的門限特征。其中，當城鎮化率小于38.4%時，對外貿易對消費率的影響存在顯著的負向影響（-0.105），當城鎮化率超過38.4%，對外貿易對消費率的影響變成正向效應（0.024），并且在10%水平下顯著。當城鎮化率超過第二個門檻值（0.690）時，對外貿易對消費率的影響再次變成負向影響。估計結果顯示，城鄉收入差距與消費率呈顯著的負相關關系（-0.018），這符合相關研究結論；人均GDP與消費率之間呈正向相關關系，這說明一個地區經濟水平越高，那么該地區的消費率越高，這符合經濟常識；第二產業占比與消費率呈負相關關系；社會固定資產投資也與消費率呈正向關系，社會固定資產投資這個指標表示的是一定時期內全社會建造和購置固定資產的工作量以及與此有關的費用的總和，它反映固定資產規模、結構和發展速度。因此，一個地區社會固定投資占比越大，說明經濟越發達，相應地消費率越高。

五、結論與政策建議

本文研究了我國不同城鎮化水平下，對外貿易對消費率的不同作用。我們利用Hausman提出的方法，基于我國2002～2012年30個省的面板數據，以城鎮化率作為門限變量，以居民消費率作為被解釋變量，代表對外貿易的對外依存度為解釋變量，城鄉收入差距、人均GDP、產業結構和社會固定投資比率為控制變量構建了門限模型進行研究。結果表明，我國城鎮化水平具有顯著的門限效應，在不同的城鎮化水平下對外貿易對消費率的作用不同。當城鎮化率低于門限值0.384時，對外貿易對消費率有明顯的負向抑制作用，并且在1%的顯著性水平下顯著；當城鎮化率控制在0.384水平下時，對外貿易會促進消費率的增加，并在10%的顯著性水平下顯著。但是當城鎮化率超過0.690時，對外貿易又顯現出負向的抑制作用。原因有兩點：一是當城鎮化率過高時，城鎮化與對外貿易變量之間發展速度不協調，城鎮化率雖然提高了，但是對外貿易的結構卻不能滿足消費需求；二是在城鎮化水平較高時，對外貿易作為拉動經濟增長的主要動力之一，對消費的擠占作用會增加。

基于研究得出來的結果和結論，我們可以得到如下政策建議：

第一，優化國際貿易結構。在進口方面，要適度進口國內相似產品，以此刺激國內市場競爭，促進國內產品質量提升、激勵技術創新、提高管理水平，把握好進口的度。同時要降低對消費品的征稅水平，進口居民生活的必需品和某些消費品，保障豐富的消費供給，改善人民的物質生活。在出口方面，要大力推進高新技術和機電產品的出口，提高產品在國際上的競爭力，保證出口對勞動力的吸收以及作為經濟發展的強勁推動力。

第二，穩步推進城鎮化發展，實現區域協調。一是加快戶籍制度改革步伐，解除人口流動的制度約束；二是建立和完善以城市為先導的促進落后地區經濟發展的政策體系，促進區域經濟與社會的平衡發展。

第三，縮小城鄉收入差距。在加快城鎮化建設的基礎上繼續調整收入分配政策，著力向提高農民和城市中低收人者的收入水平傾斜，促使各階層居民的收人結構趨于合理。

第四，推動產業升級。推動第二產業轉型升級，同時加快第三產業的健康發展，提供更多的就業崗位，保障收入水平，提升居民的消費能力，滿足居民的消費需求。

（作者單位為湖南師范大學）

參考文獻

[1] 王軍英，朱晶.貿易開放、價格傳導與農戶消費[J].農業技術經濟，2011（01）：111-120.

[2] 高凌云，毛日昇.貿易開放、引致性就業調整與我國地方政府實際支出規模變動 [J].經濟研究，2011（01）：42-56.

[3] 林永生，張生玲.論我國進口貿易對消費與投資的促進作用[J].國際貿易，2006 （05）：25-27.endprint

[4] Waldfogel J . Preference Externalities：An Empirical Study of Who Benefits Whom in Differentiated-Product RANDp[J]. Journal of Economic，2003（34）：357-568.

[5] 鄒紅，盧繼宏，李奧蕾.城市化水平、城鄉收入差距與消費需求[J].消費經濟，2012（02）：28-31.

[6] 張立光，郭妍.我國貿易開放度與經濟增長關系的實證研究[J].財經研究，2004（03）：113-121.

[7] 劉英.地區開放因素對我國城鎮居民消費影響的實證分析[J].國際貿易問題，2007（01）：30-37.

[8] 陳健，陳杰，高波.信貸約束、房價與居民消費率——基于面板門檻模型的研究 [J].金融研究，2012（04）：45-57.

[9] 毛中根，孫豪，黃容.中國最優居民消費率的估算及變動機制分析[J].數量經濟技術經濟研究，2014（03）：134-147.

[10] 丁建勛.城市化率與我國居民消費率的關系研究[J].消費經濟，2014（04）：25-29+35.

[11] 王宋濤.中國居民消費率緣何下降？——基于宏觀消費函數的多因素分解[J].財經研究，2014（06）：132-144.

[12] 雷瀟雨，龔六堂.城鎮化對于居民消費率的影響：理論模型與實證分析[J].經濟研究，2014（06）：44-57.

[13] 易行健，楊碧云.世界各國（地區）居民消費率決定因素的經驗檢驗[J].世界經濟，2015（01）：3-24.

[14] Iosnnides Y . Product Differentiation and Economic Growth in a System of Citien[J]. Regional Science and Urban Economics，1994（24）：461-484.

[15] Krugman P.，Elizondo R.L . Trade policy and the third world metropolis[J]. Journal of Development Economics，1996，49（1）：137-150.

[16] Hansen B . Inference When a Nuisance Parameter is Not Identified under the Null Hypothesis[J]. Econometrica，1996，64（2）：413-430.

[17] Hansen B . Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation， Testing，and Inference[J]. Journal of Econometricas，1999，93（2）：345-368.

[18] Black D.，Henderson J.V . A Theory of Urban Growth[J]. Journal of Political Economy，1999（107）：252-284.

[19] Monfort P.R . Nicolini，Regional Convergence and International Integration[J]. Journal of Urban Economics，2000，48（2）：286-306.

[20] Hansen B . Sample Splitting and Threshold Estimation[J]. Ecomometrica，2002，68（3）.

[21] Davis J.c.，Henderson J.V . Evidence on the Political Economy of the Urbanization Process[J]. Journal of Urban Economics，2003（53）：98-125.endprint